贸易自由化与中国农村贫困的减少，本文主要内容关键词为：化与论文,中国农村论文,贫困论文,自由论文,贸易论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
从现有研究来看，学者们对贸易－贫困联系存在着很多争论。一些学者从外贸对经济增长的静态和动态正效应出发，认为贸易自由化对发展中国家的穷人有利。传统贸易理论强调外贸的静态效应，认为它能优化资源配置，推动经济增长。内生增长理论则强调外贸的动态正效应，认为它有利于获得新投入品和先进技术，提升整个经济的生产力，从而促进经济的长期增长。学者们对这两种效应进行了实证检验。Irwin和Tervio(2002)的研究表明，贸易自由化程度较高的国家人均收入也较高。Klenow和Rodriguez-Clare(1997)运用CGE模型对外贸影响进行实证分析，认为外贸的动态正效应是纯贸易利益的四倍。世界银行(2002)的研究也表明，自1980年以来，贸易最开放的国家（其进口关税平均降低了34%）年均经济增长速度最快；而人均收入基本上没有增长的发展中国家只降低了11%的进口关税。正因为贸易自由化被认为对经济增长具有静态和动态正效应，而经济增长据说对穷人有利（如，Dollar和Kraay(2001)宣称，经济增长同比例地提升穷人的收入），因此这些学者得出贸易自由化对穷人有利的结论。
然而另一些学者则认为，外贸利益大都被富人掌控，贸易自由化不利于贫困减少。其理由有四：(1)贸易自由化的静态效应在短期中是不确定的。Agénor和Aizenman(1996)认为，短期内外贸会降低国内厂商竞争力，当劳动市场存在刚性时，将阻止劳动在非贸易部门和贸易部门间合理流动，从而增加失业和贫困。(2)规模经济和干中学效应在发展中国家也很难在短期内发挥作用。Matsuyama(1992)指出，外贸开放对先进技术的引进需要一个转化时期，在该时期内它对增长和贫困的作用是有限的。(3)贸易自由化因扩大工资差距而恶化失业和贫困。因为它降低进口资本品成本，增加其使用量而减少非熟练劳动需求。Beyer、Rohas和Vergara(1999)发现，当按贸易占GDP的百分比计算时，上世纪八、九十年代智利熟练和非熟练劳动的工资差距迅速扩大。(4)贸易自由化不利于发展中国家积累人力资本，从而限制其贫困人口提高收入。Findlay和Kierzkowski(1983)的完善资本市场模型显示，在发展中国家，贸易自由化会使国外相对便宜的技术密集型产品进口增加，从而降低其国内价格以及与之相关的教育报酬率，不利于人力资本积累。
就中国的情形来看，改革开放以来，农村贫困减少和对外贸易都取得了举世瞩目的成就。按照官方贫困线计算，中国农村贫困人口从1978年的2.6亿下降到2004年的2610万，贫困发生率也迅速地从1978年的32.9%降至2004年的2.8%。同时，中国的对外贸易也迅速增长，20世纪80年代和90年代前期年均增长率接近15%，2001年加入WTO后其增长更为迅速（2002年至2004年分别增长21.8%、37.1%和35.7%）。2004年进出口总额达到11548亿美元，在世界贸易中排名上升到第三位。
尽管如此，目前对中国农村贫困减少的研究主要集中于经济增长对贫困的影响分析（如，魏众和古斯塔夫森，1998；林伯强，2003）和国家扶贫计划和扶贫投资政策效果考察（如，Fan等，2002；Park等，1998）两方面，很少从外贸角度进行分析。因此本文的目的在于，研究改革开放以来中国贸易自由化对农村贫困的影响。论文余下的结构是，第二部分为分析贸易－贫困联系提供了一个简单的理论模型，在此基础上第三部分描述性地分析了中国农村的贸易－贫困联系，第四部分则是从总体上对其进行实证检验，最后提出了相关的政策建议。
二、理论模型
假定经济中：(1)劳动者生存于两个时期，按其教育水平区分为熟练和非熟练两类；(2)生产Y[，H]量的高技术产品H需要资本K[，H]和熟练劳动S[，H]，生产Y[，L]量的低技术产品L需要资本K[，L]和非熟练劳动U，z是H产品对L产品的相对价格；(3)资本完全流动，且资本总量恒定为K=K[，H]+K[，L]。如果生产函数是道格拉斯形式的，则
Y[，H]=K[α][，H]S[1-α][，H]，0＜α＜1(1)
Y[，L]=K[α][，L]U[1-α]，0＜α＜1
(2)
(1)和(2)分别对K[，H]和K[，L]，求导，并利用z的定义得：
αK[α-1][，L]U[1-α]=zαK[α-1][，L]S[1-α][，H]=r(3)
由(3)可得K[，H]和K[，L]的均值：
附图
所有人在第一时期可以上学，也可以作为非熟练劳动参加工作，如果上学则在第二时期作为熟练劳动参加工作。假定人口增长为0，且每代人人口标准化为1，因而总人口为2。令e[，t]∈(0,1)表示t期入学的人口比例。S[，E]是用于教育的熟练工人，γ为师生比，且教育生产是线性的，即S[，Et]=γe[，t]。t期熟练工人的供给等于前一时期入学的人数e[，t-1]，且在当期的教育和H产品生产间进行分配，即S[，t]=e[，t-1]=S[，Ht]+S[，Et]。因此：
S[，Ht]=e[，t-1]-γe[，t]，
t时期非熟练工人的供给是前期和当期不上学的人数之和：
U[，t]=(1-e[，t-1]+(1-e[，t]）=2-e[，t-1]-e[，t]
稳定状态下每代人入学人数是相等的，即e[，t]=e，因此化简上面两式可得：
S[，H]=(1-γ)e,U=2(1-e)(7)
假定H商品价格较高，由此引起的较高工资差异使所有人都想成为熟练工人。但不完善的信用市场使人力资本投资依赖于财产继承：只有当个人i的资本收入rk[，i]不小于学费（假定学费等于教师工资W[，s]乘以γ），即rk[，i]≥γW[，s]时，他才能入学。由此得K[，1]≥γW[，s]/r，即入学者的资本量至少为γW[，s]/r。因此，根据(5)可令q=γW[，s]/r,e=n[，q]。则每代人的入学人数为
附图
(8)和(9)给出了e和W[，s]/r间的稳态联系，在区间(0,1)中e可获得一个内生解。
根据以上模型，可以假定发展中国家技术稀缺，贸易开放前L产品生产具有相对优势。贸易开放后L产品价格上升，H产品价格下降。这导致L部门要素报酬包括非熟练劳动工资上升，H部门要素报酬包括熟练劳动工资下降。工资差异的缩小，一方面使熟练工人从生产转向教育，另一方面使教育成本下降而弱化信用约束，从而入学人数上升，熟练劳动供给增加。
以上变化会对贫困产生何种影响呢？如果将非熟练劳动工资作为贫困线，并把总工人人口中非熟练工人的比率作为贫困发生率，上述变化显然会减少贫困。但如果贫困线是外生的，并考虑贸易自由化后的工资变化，其影响则是不确定的。其原因有三：第一，尽管熟练工人人数上升，但其工资水平下降；第二，由于资本总量一定，而H产品的资本品因进口成本下降而增加使用量，这会引起L部门资本使用量下降，因而对非熟练劳动需求及其工资水平形成不利冲击；第三，如果学费不是内生的（模型假定学费由教师工资和师生比内生地决定），而是外生给定的，那么信用约束不会改变，熟练工人均衡数量也不会变化。
三、描述性分析
改革开放以来，中国逐步推行贸易自由化政策，主要包括降低关税、削减或取消进口配额、放开政府对外贸的控制、人民币在经常项目下的自由兑换等。这些贸易自由化政策不仅推动了整个经济的迅速增长，而且对农村贫困产生了重大影响。
首先，贸易自由化促进了农产品贸易的增长，从而推动农村贫困的减少。尽管改革期内农产品外贸额占外贸总额的比例不断下降，但农产品外贸总量却一直在上升，且呈顺差状态。例如，食品和饲料进口从1980年的29亿美元上升到2003年的105亿美元，同期相应产品的出口则从30亿美元增加到近173亿美元（表1）。农产品外贸的扩大大幅度地提高农民的总体收入水平，从而有利于农村贫困减少。
表1 1980-2003中国食品和饲料贸易的结构（百万美元）
19801985199019952000 200120022003
活动物和肉 745 752122118221628 19761008 973
乳制品
71 57 55 61 188 192 194 222
渔 380 283137028753705 423146905514
谷物、油和 4811306123716082667 183524223714
蔬菜及水果 10741260229339224367 493164027134
糖 221 79 317 321 173 156 227 196
以上各种出 297237376493
10609
1272813340
14943
17255
活动物和肉6 24 68 115 696 659 706 791
乳制品5 31 81 60 218 219 274 350
渔
13 44 102 6091212 131915581994
谷物、油和 24721065253567604163 534358256252
蔬菜及水果 104 92 113 259 677 866 838 872
糖 316 274 390 935 177 376 238 216
以上各种进 29161530328987367143 87829439
10475
活动物和肉 739 72811531707 932 1317 302 182
乳制品
66 26 -26
1 -30 -27 -80-128
渔 367 2391,268
2,2662493291231323520
谷物、油和-1991 241-1298
-5152
-1496
-3490
-3403
-2538
蔬菜及水果 9701168 218036633690406555646262
糖 -95 -195 -73-614 -4-220 -11 -30
以上商品净
562207 320418735585455855047266
出口的总和
资料来源：各年《中国统计年鉴》。
其次，贸易自由化降低了农产品名义保护率，对农村贫困产生重大影响。改革开放以来，中国大幅度降低贸易保护措施，多次削减进口关税，将平均关税率从改革初期的52.3%降到2004年的10.4%。关税的下调降低了名义保护率(NPRs)，而且随着中国加入世贸组织，名义保护率将进一步下降（表2）。名义保护率的下降使国内市场价格不断向国际价格靠拢，在一定程度上消除了国内价格扭曲，优化资源配置，从而促进经济增长，并有利于农村贫困减少。但同时也降低了对国内产品的保护，增加其竞争压力。特别是削弱了对小麦、玉米、棉花、稻谷和大豆等农产品的保护，减少了出口，因而对主要生产这些产品的农民产生负向福利冲击，不利于其贫困减少。
表2 中国主要农产品名义保护率(%)
（关税或关税等价）*
商品 1995 1997 2001 20052010
大米 -5-5-3
-1.5 0
小麦 25171260
杂粮 202820
100
棉花 2017178.5 0
油菜籽302832
160
糖444240
200
蔬菜和水果
-10-8-4
-2
-2.5
肉类 -20.0 -19
-15
-7.5 -2.6
乳制品303030
150
*前三列数据来源于Huang和Rozelle(2002)；后两列数据源于以下假定：除蔬菜水果和肉类外，其它商品2001-2005年间贸易保护率下降50%，到2010年下降到0。
最后，贸易自由化推动了农产品外贸结构的变化，对农民福利产生重大影响。正如第二节模型所显示的那样，改革开放以来中国农产品贸易结构的变化反映了中国农业贸易的比较优势特征：土地密集型产品（例如谷类、油菜籽和糖类作物）的净出口下降，而高附加值的劳动密集型农产品（例如园艺品和畜产品）的净出口则在上升（表1）。这种结构变化对农村贫困产生两个方面的影响。其一，使不同农产品生产者的福利水平发生变化：一方面增加了劳动密集型农产品生产者的收入，从而改善该类农村人口的贫困状况；另一方面恶化了土地密集型产品生产者的收入分配，从而恶化该类农村人口的贫困状况。其二，使不同地区间农民受益不均。沿海地区农民更多而高效地生产具有比较优势的牲畜和园艺产品，这些产品在出口中所占比重越来越高，因而其净出口也越来越高；内地农民则偏向于种植不具有比较优势的小麦、大豆和棉花，这些产品在进口中所占的比重越来越高，因而其净出口也越来越低。因此，与内陆农民相比较而言，沿海地区农民是贸易自由化政策的最大受益者。
农产品外贸结构变化的这两个方面效应可以从表3数据中得到证明。(1)农户人均收入越低，其生产的不具竞争力的土地密集型农产品比重越大；农户人均收入越高，其生产的具有竞争力的劳动密集型农产品比重越大。例如，西部最低收入组64%的收入来自不具竞争力的农产品生产，而东部最高收入组74%的收入来自具有竞争力的农产品生产。(2)相对来说，内陆地区农户的人均收入较低，而沿海地区农户的平均收入较高。例如，西部地区最低收入组的人均年收入仅为356元，只有沿海地区最低收入组人均年收入（598元）的60%；东部地区最高收入组的人均年收入为8040元，比西部地区最高收入组人均年收入（3961元）高一倍多。
表3 1999年按收入分组的各地区农户的农业产出比例(%)*
地区
收入分组 人口份额 人均年收入
生产[**]
部门Ⅰ：
部门Ⅱ：
全国 组10-3.5% 4914258
组640-50% 19285347
组11
90-100%58896436
西部 组10-3.5% 3563664
组640-50% 13025644
组11
90-100%39615248
中部 组10-3.5% 4594060
组640-50% 17855644
组11
90-100%47266535
东部 组1 0-3.5% 5984753
组640-50% 24255050
组11
90-100%80407426
*该表摘自国家统计局1999年农户收支调查数据。
**部门Ⅰ为具有竞争力的劳动密集型商品（大米，蔬菜，猪肉，牛肉，羊肉，家禽，蛋和鱼），部门Ⅱ为不具竞争力的土地密集型商品（小麦，玉米，其它粗粮，大豆，棉花，食用油料，糖和乳制品）。
对未来的展望表明，中国加入WTO后对其承诺的逐步履行将进一步深化贸易自由化。2005～2010年间大部分商品进口关税将继续下降，进口商品的国内价格和名义保护率均会降低。这将导致进口，特别是土地密集型农产品进口增加，从而对农村贫困产生负效应。但保护的减少可能会促进具有相对优势的劳动密集型农产品的生产和出口，从而对农村贫困产生正效应。此外，农民福利还会受到其它入世协定的影响。比如，逐步消除对中国纺织品和服装贸易的“自动”出口限制会推动此类产品的出口，从而促进此类生产的就业，特别是推动非国有企业中农民工的非农就业，这将有利于减少农村贫困。
四、实证分析
以上分析表明贸易自由化对中国农村贫困既有正效应也有负效应，因此必须通过计量回归对其从总量上进行更精确的估计。为此首先必须解决两个问题，即贸易自由化测度指标的选择问题和贸易－贫困联系中可能存在的非线性问题。
贸易自由化测度指标有很多，包括进口关税、非关税壁垒、名义保护率、进口透明度、外贸依存度以及贸易条件等。现有研究发现运用单一指标测度贸易自由化会产生一定偏差，比如使用进口关税不能说明非关税壁垒的情况。因此，本文根据Wacziarg(1998)的方法，将几个指标合并构造一个贸易自由化综合指标(TRADE)，并且就进出口额占GDP的比率对这些指进行回归，以确定各单一指标的权重。为简便起见，本文在构造综合指标时只采用以下三个指标：(1)OPEN，进出口额占GDP的百分比，说明对外开放程度；(2)TRIFF，平均关税率，即总关税收入除以进口值，考察国内保护程度；(3)CTOT，贸易条件的变化率，反映外贸环境的改善程度。
现实中至少有两类贸易自由化效应可能引起贸易－贫困联系的非线性。一是产出效应，Greenaway等(2002)认为它是J形的（产出最初随竞争压力增大而下降，然后随着出口部门的扩张而逐步上升）；二是相对工资效应，Harrison和Hanson(1999)认为它是倒U形的（因进口成本降低而增加使用量的资本品最初会替代非熟练劳动而扩大工资差异；其后工资差异的扩大将增加人力资本投资和熟练劳动供给而降低相对工资）。假定产出和贫困间存在反向的一一对应关系，而相对工资与贫困间存在正向的一一对应关系，那么贸易－贫困联系是下凹的，其最大可能是倒J型的。由此可知，贸易－贫困联系在不同情形下会存在符号差异。因此为了确定其符号（假定其联系是二次的），在使用指标TRADE的同时，还必须使用指标TRADE[2]，后者是前者的平方。
本文的计量模型中，因变量是贫困发生率(PI)。自变量除了贸易自由化指标外，还包括了以下“控制”变量：(1)人均收入(PGDP)及其平方项(PGDP[2])，用来考察经济增长对农村贫困的影响；(2)收入分配(INE)，用来考察收入分配对农村贫困的影响。这里用城乡收入差距来替代它，这种替代的合理性在理论上已为学者们（如，林毅夫，1998）所证实；(3)农业产出占GDP的比例(AGR)，用来考察农业增长对农村贫困的影响；(4)乡镇企业产出占GDP比例(TVE)，用来考察乡镇企业外贸扩大对农村就业和贫困的影响；(5)按CPI计算的年度通货膨胀率(INFLATION)，用来考察宏观经济环境的波动对农村贫困的影响。
贸易自由化可能直接影响贫困，也可能通过增长和分配间接地影响贫困，因而单方程OLS分析无法考察这种复杂的数量关系。因此本文采用联立方程形式：
附图
表4 SURE估计结果
SSURE估计
PIPGDP INE TRADE
PGDP -0.868[***] -0.891[***] 0.594[***]
7.165
3.794
4.478
PGDP[2]0.057[***] 0.074[***] 0.213[***]
6.415
4.165
2.360
INE0.132[**] 0.332[***]
0.061[***]
2.124 4.4564.223
AGR
-0.246[*]
0.354[**]-1.342[***] 0.241[***]
2.462 3.4517.147
4.621
TVE
-0.203[**] 0.498[***]
-0.064 0.418[***]
3.014 4.6450.895
3.246
INFLATION 0.008 -1.016[***]
0.341[***] 0.089[***]
0.746 8.6546.032
5.352
TRADE 0.269[**] 0.542[**]0.142[*]
2.561 4.2101.624
TRADE[2] -0.087[**] 0.132[*] -0.343[***]
2.14
2.2921.467
观测数 465465 465 465
调整后的R[2]
0.74
0.92 0.860.79
注释：变量估计系数下方的数字是t检验值的绝对值；
*、**、***分别代表估计系数在10%、5%和1%的统计水平上显著异于零。
对这一联立方程组，本文采用似不相关回归(SURE)进行估计，以控制住各方程之间残差的相关性。回归估计所使用的所有数据均是1985-2003年的省级数据。表4给出了联立方程的SURE估计结果。
表4的结果显示，贫困方程各变量的估计系数符号基本符合预期。反映宏观济变化的变量中，PGDP的估计系数显著为负，说明随着人均GDP的增长，贫困发生率会明显下降；但PGDP[2]的估计系数为正，说明人均GDP增长到一定程度后贫困发生率的下降速度会有所减慢；INE的估计系数显著为正，说明城乡收入差距越大，贫困发生率就越高，这表明在其他条件相同时收入分配向农村倾斜会进一步降低贫困发生率。反映经济结构变化的变量中，AGR的估计系数显著为负，说明农业的快速增长将更有利于减少贫困；TVE的估计系数显著为负，表明乡镇企业的发展因吸收大量的农村劳动力而有利于减少贫困；INFLATION的估计系数在这里是不显著，且符号为正，表明我国宏观经济环境波动对贫困存在较小的正向影响。
贸易自由化指标系数是考察的重点。TRADE的估计系数显著为正，TRADE[2]的估计系数为负，说明中国的贸易－贫困联系具有倒J型特征：贸易自由化初期外贸扩大恶化贫困，其后当外贸增长超过某一临界点时贫困逐渐下降。这里需要说明的是，这一估计结果是外贸扩大的净贫困效应，没有考虑其他因素，特别是非外贸性经济增长对贫困的影响。
对中国倒J型的贸易－贫困联系的可能解释是，在贸易自由化初期，由于户籍档案制度限制了劳动流动，行业准入限制了资本流动，高名义保护率使国内价格扭曲继续存在，大量国外设备的进口替代了非熟练劳动的使用，政府对外贸的控制约束了经济主体理性行为的发生，因此外贸利益被富人掌握而恶化贫困。其后随着改革开放和贸易自由化的不断深化，上述限制已经或正在消失，资源配置得到不断优化，穷人从外贸扩大中得到更多的利益，因而贫困逐步下降。
倒J形的贸易－贫困联系存在一个临界值，从该值左边到右边，其符号由正号变为负号。如果贸易－贫困联系是二次的，那么我们可以令α＞0为线性项系数，而β＜0为平方项系数，则该临界值为－α/2β。因此，根据贫困方程中的估计系数可知，中国的该临界值为1.53。运用各时期的OPEN、TRIFF和CTOT值计算出TRADE值，可知该临界值在20世纪90年代中期达到。这就是说，在90年代中期之前贸易自由化恶化农村贫困，而此后则是有利于农村贫困减少的。
五、结语
本文提供的简单模型说明，尽管贸易自由化能够扩大一国的比较优势，但它对贫困的影响具有不确定性。对中国外贸－贫困联系的描述为此提供了证明。中国的贸易自由化政策迅速地扩大了农产品的对外贸易，促进农民总体收入大幅度上升，因而有利于农村贫困的迅速减少；同时贸易自由化降低了农产品的名义保护率，在一定程度上消除了国内价格扭曲，优化资源配置，促进经济增长，因而也有利于减少农村贫困。但一些农产品名义保护率的下降则使其生产者的福利水平下降，因而不利于减轻该类农村居民的贫困状况。农产品外贸结构的变化既影响不同类型农业生产者的福利水平和贫困状况，也使沿海地区农民成为最大受益群体，从而拉大了地区收入差距，在一定程度上阻碍了贫困的持续稳定减少。结论的不确定性要求对中国贸易－贫困联系从总体上进行计量回归实证分析，为此本文采用了联立方程的似不相关回归(SURE)估计。该估计显示，中国贸易自由化对贫困的影响具有倒J型特征：20世纪90年代中期之前，中国的贸易自由化恶化农村贫困状况，而其后则有利于农村贫困减少。
以上结论具有重要的政策含义。政策制订者至少应该注意以下几个方面：第一，倒J型的外贸－贫困联系表明，贸易越开放，它对贫困减少的正向作用就越强。这就要求进一步扩大对外贸易，为此必须切实履行中国在入世议定书中承诺的各项义务。第二，目前中国外贸扩大对农村贫困减少的贡献主要来自劳动密集型农产品的出口。但这种效应具有暂时性特点，难以长期维持。因此在充分利用劳动密集型产品出口推动贫困减少的同时，还必须全力推进技术进步。为此，就必须稳步发展教育和科研，特别是要发展贫困地区的教育和农业科研。第三，沿海地区农民因其农业结构调整适合外贸发展而成为贸易自由化的最大受益者。因此，要全面减少贫困，特别是西部农村地区的贫困，就必须调整农业生产结构，使其从土地密集型产品生产转向劳动密集型产品生产。第四，尽管外贸自由化增加了整个国家的福利，但对不同群体会形成不同的福利冲击，可能使某些家庭和群体特别是穷人的福利遭受损失，甚至陷入困境。因此，补偿性的国内政策必须及时到位，以利于调整和补偿失利者，为其提供足够的安全网络。